AUDITORIA E CONSERVADORISMO

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Editado em Português, Inglês e Espanhol. Versão original em Português.
Revista de Educação e Pesquisa em Contabilidade
Journal of Education and Research in Accounting
Revista de Educación e Investigación en Contabilidad
ISSN 1981-8610
Copyright © 2013 REPEC. Todos os direitos, até mesmo de tradução, são reservados. É permitido citar parte de artigos sem autorização prévia, desde que seja identificada a fonte. cc BY
Recebido em 01/07/2013. Pedido de Revisão em 24/08/2013. Resubmetido em 05/09/2013. Aceito em 08/09/2013 por Valcemiro Nossa (Editor). Publicado 
em 30/09/2013. Organização responsável pelo periódico: CFC/FBC/ABRACICON.
Resumo
Pesquisadores têm feito uso, ao longo do tempo, de um conjunto 
de muitos e distintos atributos, quando da tentativa de explicar a 
relação entre a qualidade da informação contábil e outras variáveis, 
especialmente no âmbito do mercado de valores mobiliários. Nesse 
contexto, o conservadorismo é apontado como uma das principais 
características de qualidade da informação contábil, a qual pode 
resultar de fatores presentes no ambiente contábil como, por exemplo, 
sistema jurídico, conjunto de normas contábeis, entre outros. A 
auditoria de demonstrações contábeis, tendo em vista a justificativa 
que sustenta a necessidade do trabalho, finda por influenciar a 
qualidade da informação contábil. Pesquisas anteriores, quando 
investigaram a relação entre auditoria independente e qualidade da 
informação contábil, usaram, normalmente, uma única característica 
da auditoria, como, por exemplo, o tamanho da firma de auditoria. 
Este trabalho teve por objetivo verificar a influência de diversas 
características da qualidade da auditoria sobre a qualidade da 
informação contábil, esta mensurada pelo conservadorismo. Foram 
avaliadas informações contábeis produzidas pelas companhias 
abertas brasileiras no período de 2000 a 2011, utilizando o modelo 
desenvolvido por Ball e Shivakumar (2005). Entre os resultados 
encontrados, constatou-se que o conservadorismo da informação 
contábil é positivamente afetado pelo tamanho da firma de auditoria 
e negativamente afetado pelo tempo de prestação de serviço dos 
auditores, pela distância entre a data do parecer e a data de publicação 
das demonstrações contábeis. Observou-se, também, que variáveis 
como o comitê de auditoria, a prestação de serviços de não auditoria, 
a importância do cliente para a firma de auditoria e a especialização 
da auditoria não afetam o conservadorismo contábil.
Palavras-chave: auditoria; qualidade em auditoria; conservadorismo 
contábil; qualidade da informação contábil. 
Relação entre Qualidade da Auditoria e 
Conservadorismo Contábil nas Empresas Brasileiras
Iana Izadora Souza 
Lapa de Melo Paulo
Mestre em Ciências Contábeis 
(UnB/UFPB/UFRN), Pesquisador da 
Universidade Federal da Paraíba 
(UFPB). Contato: Cidade Universitária 
- Campus I, Castelo Branco, João 
Pessoa, Paraíba, CEP: 58059-900.
E-mail: iana.melo@hotmail.com
Paulo Roberto 
Nóbrega Cavalcante
Doutor em Ciências Contábeis (USP), 
Professor da Universidade Federal 
da Paraíba (UFPB). Contato: Cidade 
Universitária - Campus I, Castelo 
Branco, João Pessoa, Paraíba, CEP: 
58059-900.
E-mail: paulocavalcante@ccsa.ufpb.br
Edilson Paulo
Doutor em Ciências Contábeis (USP), 
Professor da Universidade Federal 
da Paraíba (UFPB). Contato: Cidade 
Universitária - Campus I, Castelo 
Branco, João Pessoa, Paraíba, CEP: 
58059-900.
E-mail: e.paulo@uol.com.br
REPeC, Brasília, v. 7, n. 3, art. 6, p. 305-327, jul./set. 2013
Disponível online em www.repec.org.br
Os autores agradecem ao CNPq (Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico) por apoio e financiamento proporcionado ao projeto de 
pesquisa que originou este trabalho.
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Iana Izadora Souza Lapa de Melo Paulo, Paulo Roberto Nóbrega Cavalcante, Edilson Paulo
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1. Introdução
Apesar dos inúmeros trabalhos na literatura internacional, a qualidade das informações contábeis 
é um assunto que ainda carece de maiores estudos nos diversos ambientes econômicos (Dechow, Ge & 
Schrand, 2010), inclusive no contexto brasileiro. Definir qualidade da informação contábil não tem sido 
uma tarefa simples. Um evento ou transação mensurado ou evidenciado de acordo com um determinado 
critério contábil pode ser considerado por um agente como uma informação de boa qualidade, enquanto 
outro agente econômico não lhe atribui a mesma qualidade.
A complexidade e a dinâmica das atividades empresariais dificultam uma conceituação concreta 
sobre qualidade da informação contábil. Diante dessa dificuldade, as pesquisas sobre o tema (Dechow & 
Schrand, 2004; Burgstaher, Hail & Leuz, 2006; Dechow et al., 2010) descrevem diversos atributos (ou ca-
racterísticas) da qualidade do conteúdo informacional da Contabilidade.
O conservadorismo é uma das principais características da qualidade das informações contábeis, 
de natureza subjetiva, e está inserido na maioria das estruturas conceituais de contabilidade. Diversos 
trabalhos analisaram conservadorismo nos diferentes ambientes econômicos e financeiros (Basu, 1997; 
Ball, Kothari & Robin, 2000; Ball & Shivakumar, 2005; Paulo, Antunes & Formigoni, 2008; Dechow et al., 
2010). De forma geral, os estudos consideram o conservadorismo como uma prática de reconhecimento 
assimétrico que privilegia o critério contábil com o menor ativo/receita ou maior passivo/despesa. Um 
maior reconhecimento oportuno das perdas (má notícia) é normalmente associado com o conservado-
rismo contábil (Basu, 1997). 
O conservadorismo contábil pode ser influenciado pelas idiossincrasias de cada ambiente econômi-
co. Um dos fatores seria o próprio conjunto de normas contábeis adotadas no país. Por exemplo, Ball et al. 
(2000) observaram que os resultados contábeis das firmas, em países com sistema jurídico commom law, 
são mais conservadores do que as empresas estabelecidas em países com sistema code law. Barth, Lands-
man e Lang (2008) evidenciam que as empresas que adotam as International Financial Reporting Standards 
(IFRS) apresentam perdas mais oportunamente do que aquelas que não as adotam. 
Segundo Dechow et al. (2010), o reconhecimento da perda é mais oportuno quando os mecanismos 
de enforcement são mais fortes, como, por exemplo, sistema jurídico, auditoria, governança corporativa, 
etc. Entre esses mecanismos que levam os gestores a praticar o conservadorismo condicional está a au-
ditoria externa. O trabalho dos auditores independentes é verificar se os relatórios contábeis produzidos 
pela entidade estão de acordo com as normas contábeis que a entidade está obrigada a cumprir.
Dechow et al. (2010) explicam que o impacto dos auditores sobre a qualidade das informações 
contábeis deriva do seu papel em mitigar a má representação intencional ou não intencional da realida-
de econômica e financeira da firma. Assim, as demonstrações contábeis examinadas por uma auditoria 
independente tendem a ter um melhor conteúdo informacional, conduzindo o usuário a tomar melhores 
decisões e, consequentemente, gerando maiores benefícios econômicos.
Muitos estudos têm se concentrando no efeito do tamanho da firma de auditoria (uma proxy para 
qualidade da auditoria) sobre as informações contábeis. Por exemplo, Francis e Wang (2008) observaram 
que o reconhecimento oportuno das perdas é maior nas empresas que são auditadas por uma firma de 
auditoria independente, classificada Big (Big-Four ou Big-Five). 
Na literatura corrente, porém, existem poucas pesquisas que analisam a influência das outras carac-
terísticas da auditoria sobre a qualidade das informações contábeis, tais como tempo de relacionamento 
entre o auditor e o cliente, a especialização da auditoria, o tipo de cliente, etc. Mesmo quando os estudos 
observam essas características, concentram-se sobre os aspectos de gerenciamentodos resultados contábeis. 
Apesar da relevância, as pesquisas realizadas até o momento analisaram de forma segregada a rela-
ção entre as características da qualidade da auditoria independente e o nível de conservadorismo nas de-
monstrações contábeis, principalmente, no mercado de capitais brasileiro. Diante disso, pode-se levantar 
o seguinte problema de pesquisa: As características da qualidade da auditoria independente afetam o 
nível do conservadorismo dos relatórios contábeis reportados pelas empresas auditadas? O objetivo 
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Relação entre Qualidade da Auditoria e Conservadorismo Contábil nas Empresas Brasileiras
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geral desta pesquisa é verificar se o nível do conservadorismo refletido nas demonstrações contábeis é in-
fluenciado pelas características da qualidade da auditoria independente no mercado de capitais brasileiro.
A literatura corrente sugere um conjunto de atributos para se mensurar a qualidade da auditoria 
e a qualidade da informação contábil. Mas as pesquisas, até então, têm se concentrado, basicamente, em 
avaliar a qualidade dos lucros e sua relação com o tamanho da empresa de auditoria independente. A in-
vestigação unicamente sobre o tamanho da firma de auditoria e accruals discricionários não contempla o 
amplo conjunto de variáveis que afetam a qualidade da auditoria e a qualidade das informações contábeis. 
Portanto, esta pesquisa buscou analisar o conjunto de características da qualidade da auditoria, in-
vestigando fatores como tipo de cliente, período de relacionamento entre a auditoria e o cliente, tempo 
de emissão do relatório de auditoria, serviços de consultoria prestados pelas empresas de auditoria aos 
seus clientes auditados e importância do cliente. Essas características já foram estudadas em outros am-
bientes e, até mesmo, no contexto brasileiro, mas, praticamente, pouco se investigou sobre a relação entre 
as características da qualidade da auditoria e o conservadorismo contábil, um dos principais atributos da 
qualidade da informação contábil.
Na segunda seção deste trabalho, é apresentada uma revisão de literatura sobre o conservadorismo 
contábil e também sobre a relevância da auditoria e suas características. Na terceira seção, são apresenta-
dos os procedimentos metodológicos utilizados nesta pesquisa, seguido, na quarta seção, da apresentação 
e análise dos resultados empíricos. Por fim, descrevem-se as considerações finais, limitações e sugestões 
para futuras pesquisas.
 
2. Referencial Teórico
2.1 A Informação Contábil e o Conservadorismo
Considera-se que a informação contábil pode influenciar as decisões individuais de seus usuários, 
afetando a alocação dos recursos e o funcionamento dos mercados e, consequentemente, a eficiência da 
economia. Iudícibus (2004, p.25) afirma que “o objetivo básico da contabilidade [...] pode ser resumido no 
fornecimento de informações econômicas para vários usuários, de forma que propiciem decisões racionais”. 
Observando a Teoria da Agência, Lopes e Martins (2005, p.32-33) afirmam que o objetivo da firma “é a 
redução dos diversos custos associados aos contratos, sendo que seu funcionamento depende do equilíbrio con-
tratual estabelecido, podendo ser prejudicado ou interrompido se alguma das partes estiver insatisfeita”. Assim, 
o bom funcionamento dos contratos e, consequentemente, da firma, depende de informação de boa qualidade.
A Contabilidade busca apresentar informações úteis aos seus diversos usuários. Mas o crescente 
volume de transações e maior complexidade das atividades empresariais e as necessidades de informações 
dos administradores e dos demais usuários da Contabilidade tornam-se cada vez mais distintas. 
Dentre os atributos da qualidade da informação contábil, o Conservadorismo é um dos mais discu-
tido pelas pesquisas contábeis. Alguns estudos (Basu, 1997; Ball & Shivakumar, 2005; Dechow et al., 2010) 
conceituam o conservadorismo como o reconhecimento enviesado das más notícias, mais rapidamente 
do que o das boas notícias. Para Basu (1997, p.3), o conservadorismo é o resultado que reflete as más no-
tícias mais rapidamente do que as boas notícias, levando às “diferenças sistemáticas entre os períodos das 
más notícias e das boas notícias no timeliness e persistência dos resultados”. Portanto, o conservadorismo 
implica decisões sobre o momento do reconhecimento oportuno dos ganhos e das perdas e, consequen-
temente, influencia a escolha contábil.
Entretanto, o International Accounting Standards Board (IASB) e o Financial Accounting Standards 
Board (FASB), por meio do Discussion Paper sobre a revisão da Estrutura Conceitual (IASB, 2013), esta-
belecem que conservadorismo não é uma qualidade desejável para as informações contábeis, pois esse 
atributo, provavelmente, gera um viés na posição e desempenho financeiro reportado pelas empresas. As-
sim, os preparadores devem tomar uma posição neutra quando lidar com a incerteza.
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Porém, Holthausen e Watts (2001), Watts (2003a, 2003b) e Ball e Shivakumar (2005) afirmam que 
o conservadorismo é importante no estabelecimento das relações contratuais entre a firma e seus cre-
dores, com intuito de assegurar garantias mínimas para o cumprimento das obrigações e na redução da 
probabilidade de que os recursos serão distribuídos inadequadamente para alguns agentes. Nessa linha, 
o conservadorismo aumenta a eficiência dos contratos por meio da redução do gerenciamento otimista 
dos resultados (para cima) da firma. Essa relação entre conservadorismo e contratos é mais evidente em 
ambientes onde a principal fonte de financiamento das firmas é mercado de crédito, em particular, em 
contratos de dívidas públicas (Ball et al., 2000; Nikolaev, 2010).
Entretanto, essa importância pode ser considerada relativa, pois, segundo Penman e Zhang (2002), 
o conservadorismo conduz para números contábeis de baixa qualidade, quando, por exemplo, cria reser-
vas para mascarar a verdadeira performance da empresa. 
Assim, a discussão sobre os benefícios do conservadorismo contábil ainda é uma questão incon-
clusiva. Esse questionamento sobre a utilidade, ou não, do conservadorismo é reconhecido, inclusive, no 
próprio Discussion Paper sobre a revisão da Estrutura Conceitual (IASB, 2013).
2.2 Características da Qualidade da Auditoria Independente
Segundo Sunder (1997), a principal contribuição da auditoria para a empresa é a verificação dos 
sistemas contábeis. A auditoria reduz a assimetria informacional por meio do exame e da validação das 
informações contábeis reportadas. Para Ruddock, Taylor e Taylor (2006, p.4), “os auditores podem adi-
cionar valor às demonstrações financeiras pela redução da probabilidade da má representação deliberada 
da informação contábil”.
Sunder (1997) adverte que a maioria das decisões dos auditores é baseada em suas crenças e jul-
gamentos subjetivos sobre as informações contábeis reportadas e quanto aos aspectos econômicos e fi-
nanceiros do cliente. Adicionalmente, pode-se considerar que julgamento também está relacionado à 
experiência do auditor e ao relacionamento com a empresa auditada. Mesmo diante da subjetividade, a 
perspectiva do usuário é de que a opinião da auditoria expressa plena confiança da realidade econômica 
e financeira da empresa auditada. 
Segundo DeAngelo (1981, p.186), a qualidade da auditoria é composta pela probabilidade conjun-
ta que oauditor possa detectar e reportar erros materiais no sistema contábil do cliente. A detecção de 
erros materiais está relacionada à competência técnica, enquanto que a divulgação desses erros remete 
à independência do auditor. A autora descreve que a competência do auditor é fortemente influenciada 
pela habilidade técnica do profissional, procedimentos e extensão dos exames realizados. O’Keefe, King 
e Gaver (1994, p. 44) descrevem a seguinte função da qualidade da auditoria:
QA = f(L;KIS;GC;CSK;CC) (1)
Em que:
QA = qualidade da auditoria;
L = esforço de trabalho (Labor);
KIS = conhecimento específico do ramo econômico (Industry Specific Knowledge);
GC = conhecimento geral (General Knowledge);
CSK = conhecimento específico sobre o cliente (Client Specific Knowledge) e
CC = características do cliente (Client Characteristics).
Portanto, a qualidade da auditoria é resultado do esforço de trabalho de maneira mais eficiente e 
alocação de recursos em conhecimentos específicos e gerais, sendo também afetado pelas características 
organizacionais e institucionais do cliente.
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2.3 Relações entre as Características da Qualidade da 
Auditoria e a Qualidade das Informações Contábeis
A qualidade das informações contábeis reportadas é influenciada pela qualidade da auditoria, pois 
ela restringe a manipulação dos números contábeis. Nessa linha de raciocínio, Becker et al. (1998) eviden-
ciam que as firmas auditadas pelas maiores empresas de auditoria possuem menor nível de comportamen-
to oportunístico. Piot (2005), com base em uma amostra de companhias francesas, apresenta resultados 
que corroboram os achados de Becker et al. (1998).
Assim, observa-se na literatura corrente que a qualidade da auditoria afeta positivamente a qualida-
de das informações contábeis. No que tange ao conservadorismo, espera-se que o conservadorismo contá-
bil seja maior nas demonstrações contábeis das firmas em que se observem melhores serviços de auditoria.
Para facilitar a compreensão das relações entre as características da auditoria e a qualidade das in-
formações contábeis, foi elaborada a Figura 1:
Fonte: Elaboração própria
Figura 1. Relações entre a Qualidade da Auditoria e a Qualidade das Informações Contábeis
Conforme descrito anteriormente, a qualidade da auditoria está relacionada, basicamente, a dois 
atributos: a competência e a independência dos profissionais da auditoria (DeAngelo, 1981). A literatura 
descreve que a qualidade dos serviços de auditoria é positivamente relacionada a esses dois atributos, ou 
seja, quanto maior a competência e/ou independência, maior a qualidade da auditoria. Essa relação pode 
ser visualizada na parte superior da Figura 1.
Da mesma forma, Dechow et al. (2010) relatam que os diversos estudos evidenciam um conjunto 
de atributos (constructos) para mensurar a qualidade das informações contábeis, mesmo com certo grau 
de dificuldade. Dentre os vários constructos da qualidade das informações contábeis, destacam-se con-
servadorismo, transparência, gerenciamento de resultados contábeis e value relevance. A maioria desses 
atributos tem uma relação direta com a qualidade das informações contábeis, como conservadorismo e 
transparência; para outras, porém, a relação é inversa, como o gerenciamento de resultados. Por exemplo, 
considera-se que números contábeis mais conservadores possuem maior qualidade do que os menos con-
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servadores, ou seja, relação positiva. Já no caso de gerenciamento de resultados, pela perspectiva oportu-
nística, quanto menor a discricionariedade, maior a qualidade da informação contábil.
A despeito de muitos atributos poderem e, efetivamente, serem utilizados como indicativos da qua-
lidade da informação contábil (Figura 1), neste trabalho optou-se pelo Conservadorismo, haja vista ser o 
atributo mais utilizado nas pesquisas que cuidam da qualidade da informação contábil.
Por fim, considera-se que uma melhor qualidade dos serviços de auditoria afeta, positivamente, a 
qualidade das informações contábeis. Consequentemente, a competência e a independência da auditoria 
afetam a qualidade dos números reportados pela Contabilidade.
Atributos que indicam a qualidade da auditoria: independência e competência, que podem ser 
mensurados com o uso de diversas características, sendo que entre tais características, algumas estão re-
lacionadas tanto à competência, quanto à independência, enquanto outras características são associadas 
apenas à independência, que ora são analisadas nesta pesquisa: 
a) Tamanho da empresa de auditoria independente: 
Competência: considera-se que as maiores firmas de auditoria têm maior volume de recursos (fi-
nanceiros e operacionais) e por isso podem prestar melhores serviços. Assim, quanto maior a em-
presa de auditoria, maior a qualidade da auditoria; logo, maior qualidade da informação contábil 
reportada por seu cliente (DeAngelo, 1981; O’Keefe et al, 1994; Braunbeck, 2010).
Independência: considera-se que as maiores firmas de auditoria têm maior independência finan-
ceira, com menor probabilidade, então, de aceitar práticas contábeis discricionárias ou agressivas. 
Assim, quanto maior a empresa de auditoria, maior a qualidade da auditoria; logo, maior qualidade 
da informação contábil reportada por seu cliente (DeAngelo, 1981, Fargher, Taylor & Simon, 2001; 
Cupertino & Martinez, 2008; Almeida & Almeida, 2009).
b) Tempo de prestação de serviços de auditoria no cliente: 
Competência: considera-se que um maior tempo de relacionamento entre uma firma de auditoria e 
seu cliente faz com que o auditor obtenha maior conhecimento sobre as atividades do seu cliente, con-
duzindo para uma melhor prestação de serviços (efeito aprendizagem). Assim, quanto mais tempo de 
relacionamento, maior a qualidade dos serviços de auditoria e maior qualidade da informação con-
tábil reportada pelo cliente (Ghosh & Moon, 2005, Jenkins & Velury, 2008, Azevedo & Costa, 2012).
Independência: por outro lado, muitos autores consideram que um maior tempo de relacionamen-
to faz com que o auditor tenha uma maior proximidade do seu cliente, o que afeta negativamente 
a qualidade dos serviços prestados. Assim, quanto mais tempo de relacionamento, menor a qua-
lidade dos serviços de auditoria e menor qualidade da informação contábil reportada pelo cliente 
(DeFond & Subramanyam, 1998; Li, 2010).
c) Especialização da firma de auditoria: 
Competência: quanto mais especializada (maior conhecimento) for uma firma de auditoria em um 
determinado setor econômico, maior conhecimento sobre as atividades do seu cliente o auditor pos-
suirá, logo prestará melhores serviços. Assim, quanto mais especializada em um ramo econômico, 
maior a qualidade dos serviços de auditoria e maior a qualidade da informação contábil reportada 
por seu cliente (O’Keefe et al., 1994; Sun & Liu, 2011).
d) Prestação de serviços de não auditoria na firma auditada: 
Independência: considera-se que a prestação de outros serviços de não auditoria faz com que o au-
ditor se torne mais dependente do seu cliente, o que afeta negativamente a qualidade dos serviços 
prestados. Assim, quando se prestam serviços de não auditoria para a firma auditada, menor a qua-
lidade dos serviços de auditoria e menor qualidade da informação contábil reportada pelo cliente 
(Chung & Kallapur, 2003; Francis & Ken, 2006; Ruddock et al., 2006).
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e) Tipo de Cliente da auditoria (administração ou comitê de auditoria): 
Independência: a literatura considera que a empresa de auditoria pode ser contratada pela própria 
administração ou pelo comitê de auditoria. Observa-se que a independência do auditor é maior 
quando ele é contratado pelo comitê de auditoria, aumentando a qualidade dos serviços prestados. 
Assim, quando o auditor é contratado pelo referido comitê, maior a qualidade dos serviços de au-
ditoria e maior a qualidade da informação contábil reportada pelo cliente (Myers, Myers & Omer, 
2003; Chen, Lin & Lin, 2008; Koch, Weber & Wüstemann, 2012).
f) Importância do cliente: 
Independência: considera-se que alguns clientes são importantes para a firma de auditoria (con-
sultoria), de tal forma que o auditor pode estar mais propenso a aceitar certas discricionariedades 
desses clientes, afetando negativamente a qualidade da auditoria. Assim, quanto mais importante 
for o cliente, menor a qualidade dos serviços de auditoria e da informação contábil reportada por 
seu cliente (DeAngelo, 1982; Chung & Kallapur, 2003; Chin, Douthett & Lisic, 2012).
g) Tempo de emissão do relatório de auditoria: 
Algumas pesquisas apontam evidências de que o atraso na emissão do relatório de auditoria é um 
sinal de que existem problemas na contabilidade do cliente. Logo, sugere-se que, nesse caso, a em-
presa auditada possui menor qualidade de informação contábil. Essa característica não pode ser 
facilmente atribuída à competência e/ou à independência do auditor, pois, por exemplo, a demora 
na emissão do parecer pode ser relacionada, ou não, à capacidade de se detectarem falhas na con-
tabilidade do cliente (Lobo & Zhou, 2005; Krishnan & Yang, 2009).
3. Procedimentos Metodológicos
3.1 Tipo de Pesquisa
O presente trabalho pode ser classificado como uma pesquisa descritiva, quanto aos seus objeti-
vos, pois procura observar, registrar, analisar e correlacionar fatos e fenômenos sem manipulá-los. Quan-
to aos procedimentos, este trabalho pode ser classificado como uma pesquisa bibliográfica, pelo fato de 
procurar explicações sobre as características dos serviços de auditoria independente e o comportamento 
conservador dos relatórios contábeis a partir de referenciais teóricos que auxiliam o desenvolvimento das 
hipóteses de pesquisa. Por fim, esta pesquisa se utiliza a abordagem quantitativa, pois emprega métodos 
estatísticos para o tratamento dos dados (Beuren et al., 2006).
3.2 Seleção e Composição da Amostra
As informações necessárias à pesquisa foram obtidas nos bancos de dados da Comissão de Valores 
Mobiliários (CVM), da Reuters e das demonstrações contábeis publicadas pelas companhias abertas, no 
período de 2000 a 2011. A fim de se evitar viés na amostra e problemas de especificação na estimação dos 
modelos, foram excluídas deste trabalho: a) as companhias com dados ausentes necessários a este estudo 
e; b) as empresas que atuam na atividade financeira, administração de empresas e empreendimentos ou 
que tenham receitas operacionais exclusivamente oriundas de participações societárias, pois os procedi-
mentos de mensuração contábil se diferenciam substancialmente das demais companhias e, provavelmen-
te, não são capturados adequadamente pelos modelos analisados (Ball & Shivakumar, 2005).
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3.3 Hipóteses do Trabalho
Para se alcançar o objetivo geral deste trabalho, foram levantadas algumas hipóteses de pesquisa. 
A literatura contempla que o conservadorismo é afetado pelo porte (tamanho) da empresa de au-
ditoria independente, sugerindo que firmas maiores de auditoria têm maior qualidade da auditoria, o que 
afeta positivamente a qualidade da informação contábil reportada por seu cliente (DeAngelo, 1981, De-
Fond & Subramanyam, 1998; Fargher, Taylor & Simon, 2001; Cupertino & Martinez, 2008; Almeida & 
Almeida, 2009). Assim, tem-se a primeira hipótese de pesquisa:
Hipótese 1: O nível de conservadorismo contido nas demonstrações contábeis é maior nas empre-
sas auditadas pelas maiores firmas de auditoria independente do que pelas menores.
Diante da grande preocupação com a independência da auditoria, algumas firmas atribuem a con-
tratação desses serviços ao comitê de auditoria (Myers, Myers & Omer, 2003; Koch, Weber & Wüstemann, 
2012). Assim, levanta-se a Hipótese 2 desta pesquisa:
Hipótese 2: A existência de um comitê de auditoria responsável pela contratação dos auditores in-
dependentes afeta positivamente o nível de conservadorismo em suas demonstrações 
contábeis.
Em outro aspecto, depreende-se o fato de que um maior tempo de relacionamento entre o auditor 
e seu cliente pode afetar, negativamente, a qualidade da auditoria. Mas deve-se ressaltar que a literatura 
também contempla que a maior relação entre o auditor e o cliente auditado pode ser benéfica pelo fato de 
que esse profissional adquire ao longo do tempo maiores conhecimentos sobre o cliente e o seu ramo de 
atividade (De Fond & Subramanyam, 1998; Ghosh & Moon, 2005; Jenkins & Velury, 2008; Li, 2010; Aze-
vedo & Costa, 2012). Entretanto, partindo da primeira suposição, tem-se a terceira hipótese de pesquisa:
Hipótese 3: O maior tempo de relacionamento entre o auditor e a firma auditada afeta negativa-
mente o conservadorismo dos números contábeis.
As evidências apresentadas em alguns estudos demonstram o atraso na emissão do relatório de au-
ditoria como um sinal de que existem problemas na contabilidade do cliente (Lobo & Zhou, 2005; Krish-
nan & Yang, 2009). Portanto, levanta-se a quarta hipótese deste trabalho:
Hipótese 4: O maior período entre a data das demonstrações contábeis e a data de emissão do re-
latório de auditoria independente é inversamente relacionado ao nível de conserva-
dorismo encontrado nas demonstrações contábeis.
Como visto anteriormente, outros trabalhos sugerem que a prestação de outros serviços de não au-
ditoria para a firma auditada prejudica a independência do auditor, ao passo que o auditor pode hesitar 
em não criticar o colega da área de consultoria da sua própria firma e a remuneração dos serviços de não 
auditoria pode estar vinculada ao desempenho favorável da firma, o que gera incentivos para comporta-
mento oportunístico (Chung & Kallapur, 2003; Francis & Ken, 2006; Ruddock et al., 2006); logo, pode-se 
descrever a quinta hipótese de pesquisa: 
Hipótese 5: A prestação de serviço de não auditoria afeta negativamente o conservadorismo dos 
números contábeis da empresa auditada.
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Outro fator relevante no ambiente das firmas de auditoria é a importância dos grandes clientes para 
seus negócios. Assim, considera-se que alguns clientes são muito importantes estrategicamente para os 
negócios da firma de auditoria, o que aumenta a probabilidade de menor conservadorismo desse cliente. 
Além do mais, empresas de auditoria com maior número de clientes apresentam menores incentivos para 
se comportarem oportunisticamente, o que gera uma percepção de maior qualidade de auditoria (DeAn-
gelo, 1982; Gaver & Paterson, 2001; Chung & Kallapur,2003; Chin, Douthett & Lisic, 2012). Logo, a sexta 
hipótese é descrita como:
Hipótese 6: A importância do cliente para a firma de auditoria afeta negativamente o nível de con-
servadorismo nas demonstrações contábeis.
Por fim, uma maior especialização da firma de auditoria proporciona maiores conhecimentos sobre 
as atividades do seu cliente, afetando positivamente a qualidade dos serviços de auditoria e da informa-
ção contábil reportada pelo cliente. Com maior conhecimento, acredita-se que o auditor especializado te-
nha maior probabilidade de identificar alguma falha/erro material nas demonstrações contábeis (O’Keefe 
et al., 1994; Balsam, Krishnan & Yang, 2003; Sun & Liu, 2011). Logo, tem-se a sétima e última hipótese:
Hipótese 7: A maior especialização do auditor em um ramo de atividade econômica afeta positi-
vamente o conservadorismo dos números contábeis reportados pela firma auditada.
3.4 Definição do Modelo Empregado e Variáveis Operacionais
Este trabalho utilizou o modelo desenvolvido por Ball e Shivakumar (2005) para avaliar o nível de 
conservadorismo contábil. Porém, com o intuito de capturar os efeitos da auditoria, foi incluída uma va-
riável (Cit) para representar cada característica da auditoria no modelo original. Assim, o modelo empre-
gado para se testar as hipóteses deste trabalho é descrito da seguinte forma:
(2)
ΔNIit = α0 + α1DΔNIit-1 + α2ΔNIit-1 + α3ΔNIit-1·DΔNIit-1 + α4Cit 
+ α5Cit·DΔNIit-1 + α6Cit·ΔNIit-1 + α7Cit*ΔNIit-1·DΔNIit-1 + εit
Em que:
ΔNIit = variação no lucro líquido da empresa i do ano t-1 para o ano t ponderada pelo ativo to-
tal no início do ano t;
ΔNIit-1 = variação no lucro líquido da empresa i do ano t-2 para o ano t-1 ponderada pelo ativo 
total no início do ano t-1;
DΔNIit-1 = variável dummy para indicar se existe variação negativa no lucro líquido da empresa i 
do ano t-1 para o ano t, assumindo valor 1 se ΔNIit < 0, e 0 nos demais casos;
Cit = característica da qualidade de auditoria na empresa i no ano t;
εit = erro da regressão.
Segundo Ball e Shivakumar (2005), para que os resultados positivos se tornem um componente 
persistente do lucro contábil, o coeficiente α2 deve ser igual a zero (α2 = 0), pois o reconhecimento dos ga-
nhos é postergado até o momento em que os seus fluxos de caixa são realizados. Quando o coeficiente α2 
é menor que zero (α2 < 0) implica um reconhecimento oportuno, evidenciando que os ganhos são com-
ponentes transitórios nos resultados no período corrente e tendem a ser revertidos nos períodos subse-
quentes. Por outro lado, quando o coeficiente α3, é significativamente menor que zero (α3<0); considera-
-se que existe reconhecimento oportuno das perdas.
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Para capturar se uma determinada característica da auditoria afeta o conservadorismo, deve-se 
analisar as variáveis multiplicativas entre a referida característica (Cit) e as variáveis do modelo original 
(ΔNIit-1 e DΔNIit-1), pois produz coeficientes de inclinação distintos, de forma tal que possibilita a verifica-
ção da mudança no nível de conservadorismo do modelo por meio da inclusão de uma variável qualita-
tiva. Caso não fossem incluídas essas variáveis multiplicativas, a variável Cit refletiria somente o quanto a 
característica da auditoria afeta a variação do lucro líquido do período t-1 para o período t(ΔNIit) e, não, 
a variação no nível de conservadorismo.
Portanto, para se avaliar a característica analisada da auditoria, tem-se o pressuposto de que ela 
apresenta maior reconhecimento oportuno das perdas quando o coeficiente α7 é significativamente me-
nor que 0 (α7<0). 
Todas as regressões serão estimadas por meio da abordagem pooling of independent cross sections. Fo-
ram criadas variáveis dummies para cada ano da amostra, exceto para os dados referentes ao ano de 2000, 
bem como para cada setor da atividade econômica da empresa, exceto para a categoria ‘Outros’, segundo 
classificação estabelecida pelo banco de dados Economática. O objetivo desse procedimento é minimizar 
os problemas de heteroscedasticidade. Adicionalmente, buscando melhores estimações dos parâmetros e, 
consequentemente, extrair inferências mais adequadas sobre os modelos analisados, foi utilizado o esti-
mador de White para obter o erro-padrão robusto em relação à heteroscedasticidade (Wooldridge, 2002).
A literatura corrente não fornece fundamentações teóricas claras e consistentes que permitam iden-
tificar adequadamente os fatores endógenos e exógenos nas pesquisas sobre auditoria, inclusive no que se 
refere à simultaneidade das variáveis empregadas (Fargher et al., 2001, p. 409). Para cada uma das carac-
terísticas da qualidade da auditoria, foram estabelecidas proxies, conforme a literatura corrente sobre o 
tema, apesar da complexidade em serem mensuradas. Essas proxies representam a variável ‘característica 
da qualidade de auditoria’ (Cit) na equação 2 descrita anteriormente.
A. Tamanho da firma de auditoria independente (AUDTAMit)
As pesquisas sobre auditoria (DeFond & Subramanyam, 1998; Fargher et al., 2001; Cupertino & 
Martinez, 2008; Lennox, Francis & Wang, 2012) consideram como proxy o tamanho da firma de 
auditoria independente (AUDTAMit), normalmente relacionada à reputação, se ela é, ou não, uma 
das denominadas Big Four (ou Big Five, se for o caso). 
Nesse caso, se a empresa de auditoria foi realizada por uma das firmas Big (Four ou Five), a variável 
TAMit assume valor 1, caso contrário 0. Este trabalho considerou, como firmas de auditoria per-
tencentes ao grupo das Big Four, as empresas PricewaterhouseCoopers, Deloitte Touche Tohmatsu, 
KPMG e Ernst & Young; e inclui a Arthur Andersen, formando as Big Five. Adicionalmente, devi-
do a algumas movimentações de participação no mercado de auditoria no Brasil, optou-se por se 
avaliarem as firmas de auditoria BDO Trevisan Auditores Independentes e Terco Grant Thornton, 
aqui denominadas de Middle.
B. Tipo de cliente (AUDCONSit)
As pesquisas sobre auditoria, como Koch et al. (2012), consideram que a decisão das relações con-
tratuais da auditoria independente com o comitê de auditoria pode contribuir para a independência 
da auditoria. Assim, caso a empresa auditada possua comitê de auditoria dentro da sua estrutura 
de governança, a variável AUDCONSit assume valor 1; em caso contrário, 0. 
C. Tempo de prestação de serviços de auditoria ao cliente (TENUREit)
Consistentes com os trabalhos de Jenkins e Velury (2008), Li (2010) e Chin et al. (2012), utilizou-
-se como proxy, para o tempo de prestação de serviços ao cliente (TENUREit), a quantidade de anos 
consecutivos em que a auditoria é realizada pela mesma empresa. 
http://pt.wikipedia.org/wiki/PricewaterhouseCoopers
http://pt.wikipedia.org/wiki/Deloitte
http://pt.wikipedia.org/wiki/KPMG
http://pt.wikipedia.org/wiki/Ernst_%26_Young
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D. Tempo de emissão do relatório de auditoria (DELAYit)
A variável DELAYit representa o tempo de emissão do relatório de auditoria, sendo mensurada, 
conforme Ng e Tai (1994), por meio do número de dias entre o final do ano-competência e a data 
do parecer do auditor.
E. Prestação de serviços de não auditoria ao cliente (NASit)
Para indicar se a empresa de auditoria prestou outros serviços ao cliente, além da auditoria, criou-
-se a variável NASit , que assume valor 1 quando, naquele ano, ocorreram tais serviços; e valor 0, 
em caso contrário (Chung & Kallapur, 2003; Francis & Ken, 2006). A informação sobre a presta-
ção, ou não, de outros serviços de não auditoria ao cliente foi obtida através das Notas Explicativas 
eRelatório de Administração.
F. Importância do cliente (IMPCLIit)
Para indicar, se um determinado cliente, é importante na carteira de clientes da firma da audito-
ria independente, foi criada uma proxy (IMPCLIit) que assume valor 1, se o logaritmo natural das 
receitas líquidas da empresa auditada representa mais de 15% do somatório do logaritmo natural 
das receitas líquidas de todos os clientes da empresa de auditoria, caso contrário, ela assume valor 
0 (Li, 2010; Sun & Liu, 2011).
G. Especialização da empresa de auditoria (AUDEXP it)
Para indicar a expertise da auditoria independente, foi criada uma proxy (AUDEXPit) que assume 
valor 1, se a auditoria da empresa auditada tiver um portfolio de clientes do mesmo ramo econô-
mico que representem mais de 15% da receita líquida das firmas da mesma atividade econômica; 
em caso contrário, 0. Essa métrica é consistente com as utilizadas nos trabalhos de O’Keefe et al. 
(1994) e Sun e Liu (2011).
H. Variáveis de controle
Os estudos sobre auditoria frequentemente utilizam diversas variáveis para minimizar os efeitos 
da endogeneidade sobre os resultados de suas pesquisas (Lennox et al., 2012). Nesta pesquisa, uti-
lizaram-se as seguintes variáveis:
a) Logaritmo do ativo total da firma auditada (LnATit): Weber e Willenborg (2003), Chaney, Jeter 
e Shivakumar (2004) e Fortin e Pittman (2007);
b) Variável dummy para perdas contábeis da firma auditada (DLossit): Chaney et al. (2004), For-
tin e Pittman (2007) e Behn, Choi e Kang (2008);
c) Retorno sobre ativos da firma auditada (ROAit): Lennox et al. (2012);
d) Alavancagem da firma auditada (Alavit): Lennox et al. (2012);
e) Fluxo de caixa operacional (FCOit): Lennox et al. (2012);
A variável ‘logaritmo do ativo total’ tem como objetivo controlar o tamanho da empresa auditada; 
já as variáveis DLossit e ROAit buscam controlar os efeitos da lucratividade, enquanto que Alavit e FCOit 
controlam, respectivamente, o endividamento e o fluxo de caixa gerado da firma. Para todas as proxies de 
características da qualidade da auditoria foram coletadas os dados de cada ano ao longo do período da 
pesquisa. A variável FCOit é calculada pelo fluxo de caixa operacional do período t ponderada pelo ativo 
total do período t-1 da firma i.
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4. Apresentação e Análise dos Resultados
4.1 Análise Descritiva das Variáveis
Para atender ao objetivo desta pesquisa, foram avaliadas informações de 2.805 demonstrações con-
tábeis, no período de 2000 a 2011, ocorrendo um crescimento no número de relatórios, de 177 em 2000 
para 280 em 2011 (Tabela 1). 
Tabela 1 
Quantidade de demonstrações contábeis auditadas – firma de auditoria X ano
Ano DL PWC EY KPMG AA BDO TGT OUT Total
2000 17 29 20 9 43 14 45 177
2001 19 33 21 8 40 16 45 182
2002 46 47 19 10 14 52 188
2003 48 37 23 11 12 1 60 192
2004 55 29 20 16 14 1 64 199
2005 64 28 22 19 15 1 70 219
2006 79 26 27 29 17 8 69 255
2007 56 35 33 44 21 15 68 272
2008 53 36 35 45 27 18 60 274
2009 51 36 45 46 27 19 57 281
2010 53 45 66 45 28 1 48 286
2011 52 47 70 59 3 2 47 280
Total Geral 593 428 401 341 83 208 66 685 2.805
Legenda: DL = Deloitte; PWC = PWC; EY = Ernst & Young; KPMG = KPMG; AA = Arthur Andersen; DBO = DBO Trevisan; TGT = Terco Grant 
Thornton; OUT = Outras Firmas de Auditoria.
Fonte: Própria
Na Tabela 1, observa-se, também, uma forte concentração de demonstrações contábeis das empre-
sas auditadas pelo grupo das grandes firmas internacionais de auditoria, chamado de Big (Big Four ou Big 
Five, quando se inclui a Artur Andersen), na qual detiveram, em média, 65,8% (1846/2805) dos relatórios 
analisados em todo o período desta pesquisa. Caso se considere as firmas BDO Trevisan e Terco Grant 
Thornton (Middle), essa participação passa, aproximadamente, para 75% dos relatórios auditados no pe-
ríodo de 2000 a 2011. Adicionalmente, verificou-se que essa grande concentração de empresas auditadas 
pelas Big tem crescido ao longo do tempo, sendo que em 2000, elas tinham 66,7% do mercado, chegando 
em 2011, a um percentual de participação em torno de 81,4%. 
Na Tabela 2 verifica-se que, durante o período de análise desta pesquisa, em média, 90% dos rela-
tórios do auditor independente sobre as demonstrações contábeis, ou parecer do auditor independente, 
como era denominado até a revogação da NBC T 11, foi opinião não modificada, anteriormente conheci-
da como parecer sem ressalva. Observa-se que, ao longo dos anos, o número de opinião não modificada 
tem crescido em termos percentuais. Esse número pode sugerir que as companhias abertas auditadas ao 
longo do tempo tenham melhorado os procedimentos de controle interno e de contabilidade, em respos-
ta a diversos escândalos financeiros ocorridos nos anos de 2001 e 2002.
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Porém, cabe ressaltar, que esses dados também podem sugerir uma redução na atenção dada sobre 
os números das companhias abertas por parte das firmas de auditoria, após uma resposta temporária aos 
referidos escândalos.
Tabela 2 
Percentual de demonstrações contábeis auditadas – firma de auditoria X ano
Ano
Tipo de Relatório de Auditoria
Opinião não 
Modificada 
(Sem Ressalva)
Opinião não Modificada 
Total
Com Ressalva Negativa de Opinião Adversa
Qtde. % Qtde. % Qtde. % Qtde. % Qtde. %
2000 151 85,3 24 13,6 1 0,6 1 0,6 177 100
2001 153 84,1 27 14,8 1 0,5 1 0,5 182 100
2002 161 85,6 25 13,3 1 0,5 1 0,5 188 100
2003 160 83,3 30 15,6 1 0,5 1 0,5 192 100
2004 167 83,9 31 15,6 1 0,5   0,0 199 100
2005 196 89,5 23 10,5   0,0   0,0 219 100
2006 236 92,5 17 6,7 2 0,8   0,0 255 100
2007 257 94,5 14 5,1 1 0,4   0,0 272 100
2008 252 92,0 20 7,3 2 0,7   0,0 274 100
2009 266 94,7 12 4,3 3 1,1   0,0 281 100
2010 264 92,3 19 6,6 3 1,0   0,0 286 100
2011 261 93,2 16 5,7 3 1,1   0,0 280 100
Total 2.524 90,0 258 9,2 19 0,7 4 0,1 2.805 100
Fonte: Própria
A Tabela 3 demonstra um crescimento na implantação do Comitê de Auditoria por parte das em-
presas listadas na BM&FBovespa, sendo que, provavelmente, elas foram motivadas pela busca da melho-
ria nos seus sistemas de Governança Corporativa. Por outro lado, verifica-se que, gradativamente, hou-
ve uma redução na quantidade de prestação de outros serviços por parte das firmas de auditoria (NAS) 
aos seus clientes auditados. Esse fato também pode ser explicado pela busca na melhoria dos sistemas de 
Governança Corporativa, seja voluntariamente ou de forma coerciva, por meio de regulação de mercado 
(como por exemplo, a Lei Sarbanes-Oxley nos Estados Unidos da América). A simples divulgação de que 
a firma de auditoria obtém outras rendas diferentes dos serviços de auditoria, pode levar o leitor das de-
monstrações contábeis, considerar que tal relacionamento pode ter prejudicado a qualidade dos serviços 
de auditoria e, consequentemente, a qualidade das informações reportadas pela empresa.
Cabe ressaltar que, só a partir de 2002, verificou a informações sobre serviços de não auditoria por 
parte das companhias abertas brasileiras.
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Tabela 3 
Evolução do Comitê de Auditoria e Serviços de Não Auditoria (NAS)
Ano
Comitê de Auditoria Serviços de não Auditoria (NAS)
Não Sim Total Não Sim Total
Qtde. % Qtde. % Qtde. % Qtde. % Qtde. % Qtde. %
2000 175 98,9 2 1,1 177 100,0
2001 179 98,4 3 1,6 182 100,0
2002 179 95,2 9 4,8 188 100,0 160 85,1 28 14,9 188 100,0
2003 180 93,812 6,3 192 100,0 169 88,0 23 12,0 192 100,0
2004 180 90,5 19 9,5 199 100,0 183 92,0 16 8,0 199 100,0
2005 190 86,8 29 13,2 219 100,0 200 91,3 19 8,7 219 100,0
2006 218 85,5 37 14,5 255 100,0 235 92,2 20 7,8 255 100,0
2007 220 80,9 52 19,1 272 100,0 251 92,3 21 7,7 272 100,0
2008 216 78,8 58 21,2 274 100,0 248 90,5 26 9,5 274 100,0
2009 220 78,3 61 21,7 281 100,0 253 90,0 28 10,0 281 100,0
2010 221 77,3 65 22,7 286 100,0 245 85,7 41 14,3 286 100,0
2011 207 73,9 73 26,1 280 100,0 234 83,6 46 16,4 280 100,0
Total 2.385 85,0 420 15,0 2805 100,0 2877 91,5 268 8,5 3145 100,0
Fonte: Própria
Na Tabela 4 são apresentadas as estatísticas descritivas das variáveis contínuas utilizadas neste estu-
do; observa-se que nenhuma das variáveis tem distribuição normal, conforme teste de Jarque-Bera. Ape-
sar de que, em média, o lucro do período ser positivo, a amostra apresenta uma variação média negativa 
entre no lucro, como um retorno sobre ativo (ROA) também negativo. Por outro lado, as empresas têm 
apresentado um fluxo de caixa operacional médio positivo no período. 
Tabela 4 
Estatísticas descritivas das variáveis continuas 
NIit ΔNIit LnATit ROAit Alavit FCOit
Média 0,0092 -0,4973 14,2929 -0,5315 0,3250 0,0676
Mediana 0,0458 0,0100 14,3528 0,0550 0,2856 0,0815
Desvio-Padrão 0,6339 20,1161 1,9003 21,6813 0,6218 0,1656
Jarque-Bera 74639772
(0,000)
139000000
(0,000)
89
(0,000)
139000000
(0,000)
16011858
(0,000)
67879
(0,000)
Observações 1.502 1.502 1.502 1.502 1.502 1.502
Em que: NIit = lucro líquido da empresa i do ano t ponderada pelo ativo total no início do ano t; ΔNIit = variação no lucro líquido da 
empresa i do ano t-1 para o ano t ponderada pelo ativo total no início do ano t; ΔNIit-1 = variação no lucro líquido da empresa i do ano t-2 
para o ano t-1 ponderada pelo ativo total no início do ano t-1; DΔNIit-1 = variável dummy para indicar se existe variação negativa no lucro 
líquido da empresa i do ano t-1 para o ano t, assumindo valor 1 se ΔNIit < 0, e 0 nos demais casos; Cit = característica da qualidade de 
auditoria na empresa i no ano t; LnATit = logaritmo do ativo total da firma auditada; DLossit = variável dummy para indicar se o lucro líquido 
da empresa i no ano t foi negativo, assumindo valor 1 se NIit < 0, e 0 nos demais casos; ROAit = retorno sobre ativos da firma auditada da 
empresa i no ano t; Alavit = alavancagem da firma da i no ano t; (FCOit) = Fluxo de caixa operacional da empresa i no ano t ponderada pelo 
ativo total no início do ano t.
Fonte: Própria
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4.2 Análise das Hipóteses de Pesquisa
Para análise do efeito de cada característica da auditoria, inicialmente, estimaram-se os parâmetros 
para o modelo original descrito por Ball e Shivakumar (2005), denominada neste trabalho como Original. 
Em seguida, estimaram-se os parâmetros da equação, na qual foi incluída a variável dummy para indicar 
cada característica para empresa-ano, com o intuito de testar as hipóteses desta pesquisa.
A primeira hipótese busca analisar se o nível de conservadorismo nas demonstrações contábeis é 
afetado pelo tamanho da firma de auditoria. 
Inicialmente, com base nos dados apresentados na coluna Original, verifica-se que os resultados apre-
sentados na Tabela 5 permite indicar que o coeficiente α2 é, estatisticamente, igual a zero (p-value > 0,05), 
confirmando a expectativa de que os resultados positivos não são revertidos nos períodos subsequentes, 
pois tornaram-se componente persistente do resultado contábil. Diferentemente, para o coeficiente α3, foi 
encontrado valor negativo e relevante, indicando que as variações negativas no lucro contábil são mais tran-
sitórias; esse fato sugere que as perdas são reconhecidas mais rapidamente do que os ganhos econômicos. 
Além disso, observa-se que a soma dos coeficientes α2 e α3 (0,5416 - 0,9712 = -0,4296) é, segundo teste Wald, 
significativamente menor que zero (α2+α3<0), o que corrobora a hipótese de reconhecimento oportuno das 
perdas. Essas evidências sugerem que as companhias abertas brasileiras apresentam diferenças significativas 
no reconhecimento oportuno das perdas contábeis, ou seja, elas possuem um comportamento conservador.
Tabela 5 
Relação do Conservadorismo com o Tamanho da Firma de Auditoria e o Tipo de Cliente
Original
Tamanho da firma 
de auditoria 
(BIG)
Tamanho da firma 
de auditoria 
(BIG + Middle)
Tipo de cliente 
(AUDCOM)
coeficiente p-value coeficiente p-value coeficiente p-value coeficiente p-value
Interceptor -0,018 0,928 0,150 0,387 0,128 0,461 -0,031 0,870
DΔNIit-1 0,064 0,020 0,036 0,350 0,063 0,154 0,074 0,010
ΔNIit-1 0,541 0,127 -0,184 0,027 -0,127 0,143 0,544 0,000
ΔNIit-1 * DΔNIit-1 -0,971 0,041 -0,188 0,151 -0,083 0,557 -0,969 0,000
Cit 0,003 0,922 0,009 0,793 0,092 0,075
Cit*DΔNIit-1 0,013 0,781 -0,014 0,792 -0,101 0,198
Cit*ΔNIit-1 0,762 0,000 0,700 0,000 -1,089 0,063
Cit*ΔNIit-1*DΔNIit-1 -0,506 0,000 -0,747 0,000 1,071 0,229
LnATit-1 -0,007 0,650 -0,019 0,008 -0,019 0,011 -0,008 0,261
DLossit-1 -0,109 0,000 -0,082 0,004 -0,086 0,003 -0,108 0,000
ROAit-1 0,030 0,012 0,008 0,144 0,018 0,000 0,030 0,000
ALAVit-1 0,003 0,748 0,000 0,654 0,004 0,055 0,003 0,053
FCOit-1 0,271 0,058 0,260 0,000 0,252 0,000 0,281 0,000
R² 0,291 0,321 0,316 0,295
R²ajustado 0,276 0,305 0,300 0,278
F-statistic 20,087 0,000 20,989 0,000 20,514 0,000 17,786 0,000
White Test 23,849 0,000 38,133 0,000 32,106 0,000 20,722 0,000
Serial Correlation LM 83,722 0,000 127,168 0,000 124,300 0,000 80,358 0,000
Jarque-Bera 1,4E+7 0,000 1,4E+7 0,000 1,4E+7 0,000 1,1E+7 0,000
Observações 1.998 1.998 1.998 1.871
Modelo adaptado (equação 2) ΔNIit = α0 + α1DΔNIit-1 + α2ΔNIit-1 + α3ΔNIit-1* DΔNIit-1 + α4Cit + α5Cit*DΔNIit-1 + α6Cit*ΔNIit-1 + α7Cit*ΔNIit-1* DΔNIit-1 + εit. Em 
que: ΔNIit = variação no lucro líquido da empresa i do ano t-1 para o ano t ponderada pelo ativo total no início do ano t; ΔNIit-1 = variação 
no lucro líquido da empresa i do ano t-2 para o ano t-1 ponderada pelo ativo total no início do ano t-1; DΔNIit-1 = variável dummy para 
indicar se existe variação negativa no lucro líquido da empresa i do ano t-1 para o ano t, assumindo valor 1 se ΔNIit < 0, e 0 nos demais 
casos; Cit = característica da qualidade de auditoria na empresa i no ano t; LnATit = logaritmo do ativo total da firma auditada; DLossit = 
variável dummy para indicar se o lucro líquido da empresa i no ano t foi negativo, assumindo valor 1 se NIit < 0, e 0 nos demais casos; 
ROAit = retorno sobre ativos da firma auditada da empresa i no ano t; Alavit = alavancagem da firma da i no ano t; (FCOit) = fluxo de caixa 
operacional da empresa i no ano t ponderada pelo ativo total no início do ano t.
Iana Izadora Souza Lapa de Melo Paulo, Paulo Roberto Nóbrega Cavalcante, Edilson Paulo
REPeC – Revista de Educação e Pesquisa em Contabilidade, ISSN 1981-8610, Brasília, v. 7, n. 3, art. 6, p. 305-327, jul./set. 2013 320
Analisando-se os parâmetros do modelo para todas as proxies de tamanho da firma de auditoria 
(Big 4, Big 5 e Big 5 + Middle), verificaram-se que os coeficientes α2 e α3 não são significativamente dife-
rente de zero, entretanto, as mesmas variáveis multiplicadas pela variável AUDTAMit são relevantes para 
o modelo ampliado (equação 2).
Observa-se que a soma dos coeficientes α2, α3, α6 e α7 é menor que zero, indicando que as demons-
trações contábeis das companhias abertas têm reconhecimento oportuno das perdas. Avaliando-se o com-
portamento conservador dos números contábeis diante do tamanho da firma de auditoria, o coeficiente 
α7 é negativo e significante (para todas as amostras), indicando que as variações negativas dos resultados 
são menos persistentes do que os ganhos. Essas evidências sugerem que as companhias abertas brasilei-
ras apresentam maior nívelde conservadorismo contábil quando são auditadas por uma das grandes fir-
mas de auditoria.
Assim, os resultados apresentados corroboram a primeira hipótese de pesquisa, na qual coloca que 
o nível de conservadorismo contido nas demonstrações contábeis é maior nas empresas auditadas pelas 
maiores firmas de auditoria independente do que pelas menores firmas de auditoria.
A literatura sobre o tema descreve que o tipo de cliente afeta a qualidade da auditoria. O tipo de 
cliente refere-se ao gestor ou órgão administrativo da firma que tem a responsabilidade pela contratação 
da auditoria independente. Com a implantação do Comitê de Auditoria por parte das empresas, a atribui-
ção da contratação passou a ser desse órgão administrativo, buscando ampliar a independência da firma 
de auditoria e, consequentemente, melhorar a qualidade dos seus serviços. 
Observa-se na última coluna da Tabela 5 que os coeficientes α4, α5, α6, e α7, que representam a va-
riável AUDCOMit (comitê de auditoria) e as interações dessa variável com as demais do modelo original, 
não são significativamente diferente de zero (p-value>0,05). A soma dos coeficientes α2, α3, α6 e α7 é igual 
a -0,4424, indicando reconhecimento oportuno das perdas, pois é menor que zero. Entretanto, essa soma 
não é significativamente diferente da soma dos coeficientes α2 e α3 (-0,4248), corroborando a evidência 
anterior. Esses resultados sugerem que a criação do Comitê de Auditoria não afeta significativamente o 
comportamento conservador dos números contábeis das empresas analisadas. Portanto, não foi confir-
mada a hipótese de que a existência de um comitê de auditoria responsável pela contratação dos audi-
tores independentes afeta positivamente o nível de conservadorismo em suas demonstrações contábeis.
Outra hipótese levantada na pesquisa é que o tempo de relacionamento reduz o conservadorismo 
contábil, pois prejudica a qualidade da auditoria e da informação contábil. 
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Relação entre Qualidade da Auditoria e Conservadorismo Contábil nas Empresas Brasileiras
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Tabela 6 
Relação do Conservadorismo com o Tempo de Relacionamento (Tenure), Rodízio e Tempo de Emissão 
(Audit Delay)
Original
Tempo de prestação 
de serviços de 
auditoria (TENURE)
Rodízio Tempo de emissão do relatório (DELAY)
coeficiente p-value coeficiente p-value coeficiente p-value coeficiente p-value
Interceptor -0,018 0,928 -0,232 0,328 -0,114 0,528 0,286 0,203
DΔNIit-1 0,064 0,021 0,200 0,030 0,032 0,088 -0,116 0,120
ΔNIit-1 0,542 0,128 2,012 0,040 0,769 0,000 -1,957 0,025
ΔNIit-1 * DΔNIit-1 -0,971 0,041 -2,667 0,007 -0,570 0,000 2,168 0,048
Cit 0,029 0,066 0,008 0,601 -0,003 0,010
Cit*DΔNIit-1 -0,023 0,184 -0,024 0,390 0,002 0,042
Cit*ΔNIit-1 -0,323 0,099 0,122 0,025 0,021 0,005
Cit*ΔNIit-1 * DΔNIit-1 0,467 0,044 -0,392 0,029 -0,026 0,004
LnATit-1 -0,007 0,651 -0,003 0,841 -0,006 0,675 -0,018 0,256
DLossit-1 -0,109 0,000 -0,132 0,000 -0,044 0,033 -0,074 0,008
ROAit-1 0,031 0,013 0,015 0,348 -0,164 0,000 -0,001 0,973
ALAVit-1 0,003 0,748 0,009 0,334 -0,022 0,003 0,004 0,645
FCOit-1 0,272 0,058 0,327 0,039 0,274 0,053 0,283 0,061
R² 0,291 0,369 0,593 0,420 
R²ajustado 0,277 0,353 0,584 0,406 
F-statistic 20,088 0,000 24,294 0,000 65,194 0,000 30,020 0,000
White Test 23,849 0,000 12,926 0,000 8,181 0,000 7,426 0,000
Serial Correlation LM 83,722 0,000 63,931 0,000 17,869 0,000 1597,80 0,000
Jarque-Bera 1,4E+7 0,000 8E+06 0,000 5E+07 0,000 1,5E+8 0,000
Observações 1.998 1.872 1.872 1.866
Modelo adaptado (equação 2) ΔNIit = α0 + α1DΔNIit-1 + α2ΔNIit-1 + α3ΔNIit-1* DΔNIit-1 + α4Cit + α5Cit*DΔNIit-1 + α6Cit*ΔNIit-1 + α7Cit*ΔNIit-1* DΔNIit-1 + εit. Em 
que: ΔNIit = variação no lucro líquido da empresa i do ano t-1 para o ano t ponderada pelo ativo total no início do ano t; ΔNIit-1 = variação 
no lucro líquido da empresa i do ano t-2 para o ano t-1 ponderada pelo ativo total no início do ano t-1; DΔNIit-1 = variável dummy para 
indicar se existe variação negativa no lucro líquido da empresa i do ano t-1 para o ano t, assumindo valor 1 se ΔNIit < 0, e 0 nos demais 
casos; Cit = característica da qualidade de auditoria na empresa i no ano t; LnATit = logaritmo do ativo total da firma auditada; DLossit = 
variável dummy para indicar se o lucro líquido da empresa i no ano t foi negativo, assumindo valor 1 se NIit < 0, e 0 nos demais casos; 
ROAit = retorno sobre ativos da firma auditada da empresa i no ano t; Alavit = alavancagem da firma da i no ano t; (FCOit) = fluxo de caixa 
operacional da empresa i no ano t ponderada pelo ativo total no início do ano t.
Observa-se na coluna Tenure da Tabela 6 que o coeficiente α7 é positivo e estatisticamente signifi-
cante para o modelo. Além disso, o coeficiente α2 tornou-se estatisticamente significante, indicando reco-
nhecimento oportuno de ganhos. Esses resultados são confirmados pela soma dos coeficientes α2, α3, α6 e 
α7, cujo somatório desses parâmetros é igual a -0,5103, maior do que os coeficientes α2 e α3 (-0,6545). Tais 
evidências sugerem que o maior tempo de prestação de serviços de auditoria afeta negativamente a qua-
lidade dos serviços de auditoria, reduzindo o nível de conservadorismo dos números contábeis.
Com base nesses resultados, optou-se por verificar, adicionalmente, se, no ano anterior à mudan-
ça da firma de auditoria houve um aumento no nível de conservadorismo nas demonstrações reportadas 
pelas companhias abertas brasileiras. Para tanto, criou-se uma variável dummy para indicar o ano em que 
ocorreu a mudança da firma de auditoria, assumindo valor 1, e valor 0 para os demais anos. Os parâme-
tros para essa análise também estão apresentados na coluna Rodizio da Tabela 6.
As estatísticas apresentadas indicam que os coeficientes α2, α3, α6 e α7 são estatisticamente sig-
nificativos, somando o valor de -0,0712. O coeficiente α7 (-0,3924) e ele adicionado ao coeficiente α6 
(-0,3924+0,1228=-0,2616) são negativos, o que indicam que, no ano que ocorre mudança da empresa de 
auditoria responsável, as demonstrações contábeis das companhias abertas brasileiras reportam resulta-
dos mais conservadores.
Iana Izadora Souza Lapa de Melo Paulo, Paulo Roberto Nóbrega Cavalcante, Edilson Paulo
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No que se refere ao atraso na emissão do relatório de auditoria independente, a literatura descreve 
que o maior tempo na emissão indica menor qualidade da informação contábil. Assim, como nas análi-
ses anteriores, a inclusão de uma proxy para indicar o tempo entre o final do ano-competência e a data de 
emissão do relatório de auditoria independente, alterou os coeficientes de mensuração e o comportamento 
dos números contábeis (α2 e α3). Nessa análise, os coeficientes são estatisticamente significantes, sendo que 
os sinais preditivos foram invertidos em relação ao modelo original. Já os parâmetros dos coeficientes α6 
e α7 assumem sinal positivo e negativo, respectivamente, e ambos são estatisticamente significativos. Mas 
a soma desses coeficientes é baixa (-0,0048), tornando-se insignificante. 
Um dos temas mais discutidos no meio acadêmico e profissional refere-se ao prejuízo na indepen-
dência, quando a firma de auditoria presta outros tipos de serviços ao cliente auditado. Analisando-se os 
parâmetros descritos na Tabela 7, verificaram-se que os coeficientes α2 e α3 não sofreram variações signi-
ficativas e permaneceram conforme esperado para o modelo original. Entretanto, os coeficientes α6 e α7 
não são significativamente diferentes de zero, o que indica que a prestação de serviços de não auditoria 
não afeta, significativamente, o nível de conservadorismo das demonstrações contábeis das companhias 
abertas brasileiras.
Tabela7 
Relação do Conservadorismo com o Tempo de Relacionamento (Tenure), Rodizio e Audit Delay amanho 
da Firma de Auditoria e o Tipo de Cliente
Original Serviços de Não Auditoria (NAS)
Importância do 
Cliente (IMPCLI)
Especialização 
da empresa de 
auditoria (AUDEXP)
coeficiente p-value coeficiente p-value coeficiente p-value coeficiente p-value
Interceptor -0,018 -0,031 0,882 -0,031 0,882 0,882 -0,007 0,973
DΔNIit-1 0,064 0,067 0,023 0,067 0,023 0,023 0,072 0,019
ΔNIit-1 0,542 0,544 0,127 0,544 0,127 0,127 0,543 0,128
ΔNIit-1 * DΔNIit-1 -0,971 -0,967 0,043 -0,967 0,043 0,043 -0,966 0,043
Cit 0,062 0,015 0,062 0,015 0,015 0,056 0,121
Cit*DΔNIit-1 -0,084 0,019 -0,084 0,019 0,019 -0,067 0,077
Cit*ΔNIit-1 -0,666 0,078 -0,666 0,078 0,078 -0,702 0,130
Cit*ΔNIit-1 * DΔNIit-1 -0,021 0,963 -0,021 0,963 0,963 0,850 0,171
LnATit-1 -0,007 -0,008 0,634 -0,008 0,634 0,634 -0,009 0,626
DLossit-1 -0,109 -0,111 0,000 -0,111 0,000 0,000 -0,111 0,000
ROAit-1 0,031 0,030 0,016 0,030 0,016 0,016 0,030 0,015
ALAVit-1 0,003 0,003 0,740 0,003 0,740 0,740 0,003 0,743
FCOit-1 0,272 0,281 0,058 0,281 0,058 0,058 0,283 0,056
R² 0,291 0,294 0,294 0,293
R²ajustado 0,277 0,277 0,277 0,277
F-statistic 20,088 20,224 0,000 20,224 0,000 0,000 17,954 0,000
White Test 23,849 7,426 0,000 7,426 0,000 0,000
Serial Correlation LM 83,722 81,114 0,000 81,114 0,000 0,000
Jarque-Bera 1,4E+7 1,1E+7 0,000 1,1E+7 0,000 0,000 1E+07 0,000
Observações 1.998 1.871 1.871 1.947
Modelo adaptado (equação 2) ΔNIit = α0 + α1DΔNIit-1 + α2ΔNIit-1 + α3ΔNIit-1* DΔNIit-1 + α4Cit + α5Cit*DΔNIit-1 + α6Cit*ΔNIit-1 + α7Cit*ΔNIit-1* DΔNIit-1 + εit. Em 
que: ΔNIit = variação no lucro líquido da empresa i do ano t-1 para o ano t ponderada pelo ativo total no início do ano t; ΔNIit-1 = variação 
no lucro líquido da empresa i do ano t-2 para o ano t-1 ponderada pelo ativo total no início do ano t-1; DΔNIit-1 = variável dummy para 
indicar se existe variação negativa no lucro líquido da empresa i do ano t-1 para o ano t, assumindo valor 1 se ΔNIit < 0, e 0 nos demais 
casos; Cit = característica da qualidade de auditoria na empresa i no ano t; LnATit = logaritmo do ativo total da firma auditada; DLossit = 
variável dummy para indicar se o lucro líquido da empresa i no ano t foi negativo, assumindo valor 1 se NIit < 0, e 0 nos demais casos; 
ROAit = retorno sobre ativos da firma auditada da empresa i no ano t; Alavit = alavancagem da firma da i no ano t; (FCOit) = fluxo de caixa 
operacional da empresa i no ano t ponderada pelo ativo total no início do ano t.
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Relação entre Qualidade da Auditoria e Conservadorismo Contábil nas Empresas Brasileiras
REPeC – Revista de Educação e Pesquisa em Contabilidade, ISSN 1981-8610, Brasília, v. 7, n. 3, art. 6, p. 305-327, jul./set. 2013 323
Ainda referente à preocupação com a independência da firma de auditoria, analisou se a impor-
tância do cliente afeta o comportamento conservador dos números contábeis reportados pelas compa-
nhias abertas no mercado de capitais brasileiro. De acordo com a Tabela 7, verifica-se que o coeficiente 
α2 é positivo e não significativamente diferente de zero, enquanto α3 é negativo e significativo, conforme 
preditivo para o modelo original. Mas os coeficientes α6 e α7, que analisam a importância do cliente, não 
são significativos, implicando que essa característica não afeta o nível de conservadorismo das demons-
trações contábeis das companhias abertas brasileiras.
No que tange à competência da auditoria, analisou-se aqui a especialização da firma de auditoria e 
se essa característica afeta a qualidade da informação contábil, especificamente, o conservadorismo con-
tábil. As evidências descritas na Tabela 7 indicam que os coeficientes α2 e α3 são, respectivamente, positi-
vo e negativo, sendo que somente o último é significativo, e confirmam o esperado pela especificação do 
modelo. Por outro lado, os coeficientes α6 e α7, que buscam captar a especialização, ou não, da firma de 
auditoria, não apresentam coeficientes significativos. Assim, esses resultados sugerem que a maior espe-
cialização de auditoria no ramo de atividade do cliente não influencia o comportamento conservador dos 
números contábeis reportados pelas empresas brasileiras.
Com relação aos pressupostos da análise de regressão, o da Linearidade foi atendido adequadamen-
te, bem como em relação à Exogeneidade, pois os regressores das especificações dos modelos não possuem 
forte correlação com os resíduos da regressão (Greene, 2003). A apresentação da análise de correlação foi 
suprimida do texto devido à limitação do número de páginas. No que se refere à homoscedasticidade, foi 
utilizado o estimador de White para obter o erro-padrão robusto em relação à heteroscedasticidade. Por 
outro lado, as estatísticas apresentadas nas Tabelas 5 a 7 indicam que os resíduos não têm distribuição 
normal e existe presença de autocorrelação na amostra desta pesquisa, mas esses podem ser relaxados 
nas inferências sobre os parâmetros dos modelos, pois, segundo Wooldridge (2002) e Greene (2003), seus 
coeficientes são consistentes e não viesados assintoticamente, mas deixam de ser os melhores estimado-
res lineares não viesados. Por fim, o grau de multicolinearidade, pelo fator de inflação da variância não é 
considerado problemático no modelo empregado.
O coeficiente de determinação ajustado (R2 ajustado) variou entre 0,27 a 0,58, dependendo da ca-
racterística da qualidade da auditoria analisada. Portanto, no que se refere ao poder preditivo das equa-
ções estimadas, pode-se considerar que elas apresentam um adequado ajustamento do comportamento 
conservador dos resultados contábeis. Assim exposto, os resultados aqui são relevantes para explicar a 
relação de causa e efeito de eventos passados, porém não devem ser utilizados para estimar ou prever fe-
nômenos futuros. Devido à limitação de tamanho do trabalho, a apresentação mais detalhada dessas in-
formações não pode ser evidenciada neste texto.
5. Considerações Finais
Esta pesquisa buscou analisar se essas características (ou atributos) da qualidade da auditoria afe-
tam a qualidade das informações contábeis, especificamente, o conservadorismo contábil. Inicialmente 
verificou-se que os resultados da pesquisa sugerem que os números contábeis reportados pelas compa-
nhias abertas brasileiras possuem comportamento conservador.
Uma das hipóteses de pesquisa trata sobre o tamanho da firma de auditoria e o nível de conservado-
rismo. Com base nas evidências apresentadas, pode-se confirmar que o nível de conservadorismo contábil 
é maior nos números reportados pelas empresas auditadas pelas maiores firmas de auditoria independente 
(Big) do que pelas menores. Assim, sugere-se que as maiores firmas de auditoria independente, normal-
mente, denominadas de Big Four, apresentam maior qualidade de auditoria e que afetam positivamente 
o nível de conservadorismo. As evidências apresentadas neste trabalho apontam que o comitê de audi-
toria não influenciou o conservadorismo dos números contábeis. Assim, esse mecanismo de governança 
corporativa não contribui para a qualidade da auditoria e, consequentemente, para a gestão das firmas.
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Iana Izadora Souza Lapa de Melo Paulo, Paulo Roberto Nóbrega Cavalcante, Edilson Paulo
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Um dos pontos amplamente discutidos nos vários fóruns acadêmicos e profissionais é sobre o tempo 
de prestação de serviços de auditoria. Os resultados apresentados na análise estatística indicam que o con-
servadorismo contábil é fortemente afetado pelo número de anos contínuos em que a companhia aberta é 
auditada pela mesma firma de auditoria. Adicionalmente, verificou-se que o nível de conservadorismo é 
maior no ano em que ocorre a mudança da firma de auditoria responsável. Diante dessecenário, sugere-
-se que o maior tempo de prestação de serviços de auditoria afeta negativamente a qualidade dos serviços 
de auditoria, pois, provavelmente, interfere no relacionamento do auditor com o cliente.
No que se refere à relação entre o tempo de emissão do relatório da auditoria independente e o con-
servadorismo contábil, as evidências apresentadas neste trabalho confirmam que o maior espaço de tem-
po entre a data das demonstrações contábeis e a data de emissão do relatório de auditoria independente 
é inversamente relacionado ao conservadorismo contábil. Assim, sugere-se que o atraso na emissão do 
relatório da auditoria pode ser um indicativo de menor qualidade nos resultados contábeis, nesse estudo 
menor conservadorismo nos números contábeis. 
Sobre a influência dos serviços de não auditoria, prestadas pelas próprias firmas responsáveis pela 
auditoria, os resultados demonstram que o nível de conservadorismo contábil não é afetado negativamente 
por essas relações contratuais. Entretanto, também, não existem evidências de que a prestação de outros 
serviços pela auditoria responsável aumente o conhecimento sobre os negócios da companhia auditada.
Outra hipótese levantada é de que a importância do cliente prejudica o relacionamento entre o au-
ditor e a empresa auditada e, por conseguinte, afeta negativamente a qualidade das informações contábeis 
e da auditoria. Porém, as evidências encontradas não confirmam a tese de que quanto mais importante for 
o cliente, menor a qualidade dos serviços de auditoria e da informação contábil reportada por ele. Final-
mente, a última hipótese, este trabalho apresenta evidências que não confirmam que a maior especializa-
ção no ramo de conhecimento de atividade do cliente influencia a qualidade da auditoria. 
Com base na literatura corrente, utilizaram-se outras variáveis contábeis empregadas nas pesquisas 
empíricas sobre auditoria. Os resultados apresentados nesta pesquisa indicam que alguma delas, como 
o tamanho da empresa auditada, perdas contábeis ou fluxo de caixa operacional, podem ser relevantes 
para a devida estimação dos parâmetros de interesse da pesquisa. Resumidamente, portanto, os resulta-
dos indicam que o conservadorismo contábil é afetado diretamente pelo tamanho da firma de auditoria, 
enquanto que tempo de prestação de serviços de auditoria e o atraso na emissão do relatório da auditoria 
independente possuem uma relação inversa com a qualidade da informação contábil.
De forma geral, os resultados desta pesquisa podem contribuir para a compreensão sobre a eficiên-
cia de alguns instrumentos de governança corporativa, em especial, quando aplicados em empresas que 
atuam em mercados emergentes, como o Brasil. 
Observa-se, nos resultados apresentados, que a criação do comitê de auditoria não contribuiu para 
a melhoria da qualidade das informações reportadas, em especial, o conservadorismo. Dessa forma, po-
de-se questionar se esse mecanismo de governança amplia a independência dos auditores contratados.
Outro ponto discutível é sobre os benefícios e prejuízos ocorridos pelo rodízio da empresa de au-
ditoria (ou auditor responsável). Os resultados aqui apresentados destacam que o conservadorismo é 
afetado, significativamente, pelo rodízio da firma de auditoria e decresce ao longo do tempo de relacio-
namento entre o cliente e firma de auditoria. Desse modo, os resultados apontam que o rodízio da firma 
de auditoria é um mecanismo eficiente para a melhoria da qualidade dos números reportados, apesar da 
possível perda de conhecimento das atividades do cliente.
Apesar ter sido um dos principais pontos levantados quando dos escândalos financeiros no início 
deste século, na amostra desta pesquisa, a prestação de serviços de não auditoria e a importância do clien-
te não afetaram a qualidade dos números contábeis. 
Não obstante, cabe salientar que este trabalho apresenta algumas limitações, como a utilização de 
proxies para mensurar cada uma das características da qualidade da auditoria, que podem, ou não, medir 
adequadamente o atributo analisado. Além disso, este trabalho avaliou exclusivamente a relação entre as 
características da auditoria e o conservadorismo contábil. Entretanto, existem outros atributos descritos 
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Relação entre Qualidade da Auditoria e Conservadorismo Contábil nas Empresas Brasileiras
REPeC – Revista de Educação e Pesquisa em Contabilidade, ISSN 1981-8610, Brasília, v. 7, n. 3, art. 6, p. 305-327, jul./set. 2013 325
na literatura que representam fortemente a qualidade dos números contábeis reportados pelas empresas.
Por fim, pode-se sugerir como pesquisas futuras a ampliação da amostra de empresas com outros 
tipos de estrutura jurídica societária, como as companhias fechadas ou sociedades limitadas. Pode-se, 
também, avaliar outros atributos da qualidade da auditoria, ou mesmo, da qualidade das informações 
contábeis, tais como gerenciamento de resultados, value relevance, etc. Outras formas de estimações es-
tatísticas também seriam relevantes para apurar de forma mais adequada os parâmetros dos modelos nas 
pesquisas que versam sobre a auditoria. Além disso, utilizar-se de outros métodos de coleta de dados, tais 
como, questionários e entrevistas com analistas, auditores e profissionais envolvidos com o trabalho de 
auditoria, para verificar em que esses profissionais contribuem para a melhor qualidade das informações.
Espera-se que esta pesquisa contribua para a melhor compreensão dos diversos fatores que afetam 
a qualidade da auditoria, bem como o relacionamento desses com o conservadorismo contábil presente 
nas demonstrações contábeis. Espera-se também que, de alguma forma, este trabalho auxilie o desenvol-
vimento dos novos estudos sobre as características das informações contábeis e da qualidade da audito-
ria no Brasil.
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